N Hê ̣ số tƣơng quan Pearson Mức ý nghĩa
PPHT 280 1 PPGD TT 280 .256** .000 PPGD ĐN 280 .115** .000 PPGD CCS 280 .283** .000 PPGD TN 280 .213** .000 PPGD VD 280 .097** .000 PPGD ĐV 280 .499** .000
**. Hê ̣ số tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0.01 *. Hê ̣ số tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0.05
Bảng 3.5 cho thấy cả 6 nhân tớ của PPGD đều có mối liên hệ với biến phụ thuộc PPHT. Trong đó , biến PPGDĐV có mố i liên hê ̣ ma ̣nh nhất (r =.499), biến PPGDVD có mối liên hệ yếu nhất (r= .097) với biến phu ̣ thuô ̣c PPHT. (Các số liệu này đều có ý nghĩa thống kê do số liệu cho thấy: tất cả giá trị Sig. = 0.000 < 0.05)
Nhƣ vâ ̣y, phân tích trên cho thấy cả 06 nhân tớ của PPGD đều có mối liên hê ̣ với PPHT với nhóm HV đƣợc khảo sát. Trong đó, nhân tớ PPGDĐV có ảnh hƣởng ma ̣nh nhất đến HV và nhân tố PPGDVD ảnh hƣởng yếu nhất.
Trên cơ sở phân tích tƣơng quan giƣ̃a các biến (đô ̣c lâ ̣p và phu ̣ thuô ̣c), tiếp tục mơ hình hố mối quan hệ giữa các biến bằng việc sử dụng phần mềm SPSS để xây dựng mơ hình hời quy tuyến tính bội, sƣ̉ du ̣ng phƣơng pháp loa ̣i trƣ̀ dần (Backward elimination) để chọn đƣợc các biến - hay nhâ ̣n ra đƣợc các biến đô ̣c lâ ̣p có khả năng dƣ̣ đoán tốt cho biến phu ̣ thuô ̣c trong bô ̣ dƣ̃ liê ̣u mẫu (xem bảng
4 của phụ lục 6). Theo Hoàng Tro ̣ng và Chu Nguyễn Mô ̣ng Ngo ̣c (2008, 254- 255) ta thƣ̣c hiê ̣n phƣơng pháp Backward elimination bằng cách: khởi đầu ta đƣa đồng thời tất cả 06 biến khảo sát vào phƣơng trình hồi quy, sau đó tuần tƣ̣ loa ̣i chúng bằng phƣơng pháp tiêu chuẩn loại trừ FOUT hoặc POUTiii.
Dữ liệu để chạy hời quy là giá trị trung bình cộng của các khía cạnh trong từng nhân tố đƣợc rút trích trong phân tính EFA. Mơ hình hời quy đƣợc tiến hành với giả định rằng (Y) có phân phối chuẩn đối với bất kỳ kết hợp nào của các biến độc lập (X) trong mơ hình nghiên cứu. Kết quả chạy hời quy đa nhân tớ cho nhóm HV đƣợc khảo sát nhƣ sau:
- Ta tiến hành kiểm đi ̣nh các giả thuyết của hồi quy tuyến tính
+ Kiểm đi ̣nh giả thuyết về sự phù hợp của mơ hình tuyến tính bội
Bảng 3.6: Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ƣớc
lƣợng
Hê ̣ số Durbin- Watson
1 0,788a 0,621 0,613 0,41489 2,081
a. Biến đô ̣c lâ ̣p : PPGD TT, PPGD DN, PPGD CCS, PPGD TN, PPGD VD, PPGD DV
b. Biến phu ̣ thuô ̣c: PPHT
Bảng 3.6 cho thấy, hê ̣ số R2 hiệu chỉnh = 0,613. Nghĩa là 61.3 % khác biệt của PPHT có thể đƣợc giải thích bởi sƣ̣ khác biê ̣t của 06 biến đô ̣c lâ ̣p trong mô hình: PPGD TT, PPGD DN, PPGD CCS, PPGD TN, PPGD VD, PPGD DV
Mă ̣t khác, kết quả phân tích phƣơng sai ở Bảng 3.7 cho thấy, giá trị F của hồi quy là 74,667 với mức ý nghĩa quan sát đƣợc là sig = 0,000d < 0,05, ta an toàn bác bỏ giả thuyết Ho , nên có thể kết luận: mơ hình hồi quy tuyến tính
bội được xây dựng là phù hợp với tổng thể.
tuyến tính mạnh, thích hợp đƣa vào mơ hình hời quy tuyến tính bội để ƣớc lƣợng m ức độ của PPHT, đó là: PPGD TT (F1), PPGD DN(F2), PPGD CCS(F3), PPGD TN(F4), PPGD VD(F5), PPGD DV(F6). Các yếu tố này giải thích gần 57.5 % sự khác biệt về PPHT của HV
+ Kiểm đi ̣nh giả thuyết về ý nghĩa của hê ̣ số hồi quy
Bảng 3.7 Phân tích ANOVA Mơ hình Mơ hình Tổng bình phƣơng Df Trung bình bình phƣơng F Sig. 3 Hồi quy 77,116 6 12,853 74,667 0,000a Phần dƣ 46,993 273 0,172 Tổng 124,109 279
a. Biến đô ̣c lâ ̣p : PPGD TT, PPGD DN, PPGD CCS, PPGD TN, PPGD VD, PPGD DV
b. Biến phu ̣ thuô ̣c: PPHT
Sử dụng kết quả phân tích ANOVA tại bảng 3.7 và thống kê ƣớc lƣợng hê ̣ số hồi quy cho mô hình (Bảng 3.8) để kiểm định giả thuyết H0: “các hệ số hồi quy riêng phần bằng không trong tổng thể” hay β1 = β2= β3= β4 = β5 = β6 = 0. Ta thấy , các giá trị βi (i:1,2, 3, 4, 5, 6,) đều ≠ 0 và có các giá trị Sig < 0,05 nên giả thiết H0 bị bác bỏ, có nghĩa là giả thiết “các hệ số hời quy riêng phần bằng khơng” bị bác bỏ, nên có thể khẳng định có mối liên hê ̣ tuyến tính giữa 06 biến độc lập với biến phụ tḥc PP HT trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội. Nhƣ vâ ̣y , mô hình hồi quy tuyến tính này đƣợc xây dƣ̣ng là phù hợp với tổng thể .
Bảng 3.8 Ƣớc lƣợng các hệ số hồi quy cho mơ hình Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF (Hằng số) 0,286 0,190 1,508 0,133 PPGD TT 0,085 0,029 0,125 2,922 0,004 0,760 1,315 PPGD ĐN 0,179 0,027 0,286 6,753 0,000 0,776 1,289 PPGD CCS 0,106 0,040 0,139 2,670 0,008 0,835 1,198 PPGD TN 0,265 0,042 0,277 6,294 0,000 0,718 1,392 PPGD VD 0,170 0,037 0,180 4,569 0,000 0,893 1,119 PPGD ĐV 0,268 0,033 0,327 8,189 0,000 0,871 1,148
b. Biến phu ̣ thuô ̣c: PPHT
Bảng 3.8 cho thấy mơ hình có các h ệ số hồi quy riêng phần (βi) đều đảm bảo có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa Sig < 0,05. Sử dụng kết quả ƣớc lƣợng hệ số hồi quy riêng phần của các biến độc lập, có thể viết lại phƣơng trình hời quy nhƣ sau:
Y = 0,286 + 0,085* X1 + 0,179* X2+ 0,106* X3+ 0, 265* X4 + 0,170* X5 + 0,268* X6 (Phƣơng trình *)
Hay viết la ̣i phƣơng trình * là:
Phƣơng pháp học tập = 0,286 + 0,085* PPGD truyền thống + 0,179*PPGD động não
+ 0,106*PPGD cặp - chia sẻ + 0,265*PPGD theo nhóm
+ 0,170*PPGD dựa trên vấn đề + 0,268*PPGD đóng vai
Dựa vào phƣơng trình trên cho thấy, các hệ số hời quy βi chƣa chuẩn hóa đều mang dấu dƣơng, điều đó có nghĩa là cả 06 nhân tố nghiên cứu đều có ảnh hưởng cùng chiều đến PPHT của HV. Nói cách khác, khi cải thiện bất
kỳ một nhân tố nào đều làm tăng PPHT của HV
Để đánh giá các mức độ ảnh hƣởng của từng thành tố trong cấu trúc PPGD đối với PPHT của HV ta sƣ̉ du ̣ng các giá tr ị của hệ số Beta đã chuẩn hóa trong bảng 3.8 đƣợc xem xét cụ thể nhƣ sau: PPHT của HV chịu ảnh hƣởng mạnh nhất của nhân tố “PPGD đóng vai” (Beta = 0,268) “PPGD theo nhóm” (Beta = 0,265) “ PPGD động não” (Beta = 0,179) “PPGD dựa trên vấn đề” (Beta = 0,170) “ PPGD cặp - chia sẻ” (Beta =0,106 ) và sau cùng là nhân tố “PPGD truyền thống” (Beta = 0,085).
- Đánh giá các giả định của OLS
Mục đích : dị tìm các vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
+ Giả định phƣơng sai của phần dƣ (sai số) không đổi
Hiện tƣợng “phƣơng sai của phần dƣ thay đổi” gây ra nhiều hậu quả đối với mơ hình hời quy tuyến tính bằng phƣơng pháp OLS. Nó làm cho các ƣớc lƣợng của các hệ số hồi quy không chệch nhƣng không hiệu quả (tức là không phải là ƣớc lƣợng phù hợp nhất) - ƣớc lƣợng của các phƣơng sai bị chệch làm cho việc kiểm định các giả thuyết mất hiệu lực khiến chúng ta đánh giá nhầm về chất lƣợng của mơ hình hời quy tuyến tính. Giả thuyết H0 cho kiểm định này là:
“Phương sai của phần dư không đổi”, tức là: hệ số tƣơng quan hạng tổng thể giữa phần dƣ và các biến độc lập bằng khơng. Tiến hành phân tích kiểm đi ̣nh tƣơng quan ha ̣ng Spearman cho mối tƣơng quan giƣ̃a phần dƣ và các biến tác đô ̣ng trong mô hình hồi quy bằng SPSS ta thu đƣợc kết quả sau:
Bảng 3.9 Tƣơng quan giữa phần dƣ và các biến độc lập Trị tuyệt đối của phần dƣ PPGDTT PPGD DN PPGD CCS PPGD TN PPGD VD PPGD DV Trị tuyệt đối của phần dƣ Tƣơng quan Pearson 1 0,008 0,005 -0,062 0,003 -0,053 0,041 Sig. (2-phía) 0,995 0,234 0,308 0,234 0,383 0,112 N 280 280 280 280 280 280 280
Kết quả phân tích trong Bảng 3.8 cho thấy, khơng thể bác bỏ giả thuyết H0 (vì các giá trị Sig > 0,05), nhƣ vậy giả thuyết phƣơng sai của sai số thay đổi bị bác bỏ. Do đó có thể kết luận rằng: giả thiết về phương sai của sai số
không đổi không bị vi phạm.
+ Giả định về tính độc lập của các sai số (khơng có tự tƣơng quan giữa các sai số)
Đại lƣợng thống kê Durbin-Watson đƣợc dùng để kiểm định tƣơng quan của các sai số kề nhau (tƣơng quan chuỗi bậc nhất). Giả thuyết H0 của kiểm định này là: H0: Hệ số tƣơng quan tổng thể của các phần dƣ = 0. Kết quả phân tích cho thấy chỉ số Durbin-Watson = 2,081 (≈ 2), chỉ số Durbin-Watson rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất. Do đó có thể kết luận giả thiết về tính độc lập của các sai số khơng bị vi phạm.
+ Giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (hiện tƣợng đa cộng tuyến)
Bảng 3.19 cho thấy độ chấp nhận (Tolerance) của các biến độc lập đƣa vào phƣơng trình đều xấp xỉ bằng 1. Hệ số phóng đại phƣơng sai của các biến độc lập đƣa vào phƣơng trình VIF < 10 chứng tỏ: không xảy ra hiện tượng đa
Các phân tích trên đã chứng tỏ khơng có sự vi phạm các giả định cần thiết trong phân tích hồi quy tuyến tính với nhóm HV được khảo sát
3.4.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ phƣơng trình hời quy cho thấy, hệ số hời quy chƣa chuẩn hóa của nhân tố “PPGD đóng vai” là 0,268 chứng tỏ mối quan hệ giữa biến độc lập này với biến phụ thuộc “Phƣơng pháp học tập” là mối quan hệ cùng chiều. Ý nghĩa của các hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa này đƣợc hiểu nhƣ sau: Với số liệu của nghiên cứu này, trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, theo phƣơng trình hời quy, nếu thay đổi tăng thêm một điểm đánh giá về PPGD đóng vai thì phƣơng pháp học tập của sinh viên tăng 0,268 điểm. Phƣơng pháp học tập của học viên chịu ảnh hƣởng mạnh nhất của nhân tố F6 PPGD đóng vai (Hệ số hời quy Beta đã chuẩn hóa = 0,327) và ít nhất là nhân tố F1 PPGD thuyết trình (Hệ số hời quy Beta đã chuẩn hóa = 0,125).
Kết quả phân tích trên cho thấy, cả 06 nhân tố trong PPGD đều có tƣơng quan cùng chiều với PPHT của học viên có nghĩa là phƣơng pháp giảng dạy có ảnh hƣởng đến phƣơng pháp học tập của học viên. Điều đó giúp tác giả khẳng định rằng: Các giả thuyết đề ra đều đƣợc chấp nhận.
KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT 4.1. Kết luận
Trong khuôn khổ nghiên cứu của luận văn, tác giả đã tiến hành khảo sát, phân tích, đánh giá thực trạng mối quan hệ giữa phƣơng pháp giảng dạy và phƣơng pháp học tập của học viên Trƣờng Trung cấp Cảnh sát nhân dân VI. Qua đó tác giả rút ra một số kết luận sau:
1. Trong hoạt động dạy học, phƣơng pháp giảng dạy của giáo viên tƣơng quan cùng chiều đến phƣơng pháp học tập của các học viên tại trƣờng Trung cấp Cảnh sát nhân dân VI. Thông qua việc sử dụng các phƣơng pháp dạy học trong quá trình lên lớp của giáo viên đã có những tác động đáng kể tới nhận thức và hành vi học tập của học viên. Đồng thời một số kỹ năng của học viên đã đƣợc hình thành và phát triển ngay trong chính q trình học tập tại trƣờng thơng qua sự tƣơng tác với các giáo viên ở các học phần thuộc chƣơng trình đào tạo.
2. Trong số các phƣơng pháp giảng dạy mà giáo viên thƣờng sử dụng khi lên lớp, phƣơng pháp đóng vai có ảnh hƣởng mạnh nhất đến phƣơng pháp học tập của học viên. Phƣơng pháp thuyết trình nằm trong nhóm phƣơng pháp truyền thống có ảnh hƣởng ít hơn tới phƣơng pháp học tập của học viên.
3. Có nhiều nguyên nhân ảnh hƣởng tới việc sử dụng các phƣơng pháp dạy học của giáo viên trong trƣờng. Trong đó những nguyên nhân nhƣ: Cơ sở vật chất của nhà trƣờng ảnh hƣởng nhiều nhất tới việc thực hiện các phƣơng pháp giảng dạy của giáo viên và yếu tố: Tính tích cực, chủ động của ngƣời học ảnh hƣởng mạnh nhất đến phƣơng pháp học tập của học viên nhà trƣờng.
4.2. Đề xuất
Để nâng cao chất lƣợng đào tạo của nhà trƣờng thì cần chú trọng những vấn đề sau:
* Đối với nhà trƣờng:
Thứ nhất, cần tăng cƣờng hơn nữa công tác kiểm tra, đánh giá chất lƣợng giảng dạy của giáo viên và chất lƣợng học tập của các học viên trong trƣờng. Điều này sẽ góp phần nâng cao hơn nữa trách nhiệm và tính tích cực của giáo viên và học viên khi thực hiện những nhiệm vụ dạy học.
Thứ hai, chú trọng đầu tƣ hơn nữa cơ sở, trang thiết bị dạy - học, xây dựng thêm các phòng học, phòng tập đạt chuẩn nhằm phục vụ cho các yêu cầu ngày càng cao của việc Dạy và Học . Bởi vì, làm tốt đƣợc điều này sẽ tạo ra những điều kiện thuận lợi cho cả giáo viên và học viên thực hiện đƣợc những yêu cầu, mong muốn của mình trong quá trình dạy và học.
Thứ ba, nhà trƣờng nên tăng cƣờng hơn nữa công tác bồi dƣỡng chuyên môn nghiệp vụ cho giáo viên, đặc biệt là các khóa tập huấn cơng tác dạy và học, đổi mới phƣơng pháp dạy học...Từ đó, khi tham gia giáo viên sẽ nâng cao hơn nữa hiểu biết, kĩ năng vận dụng các phƣơng pháp dạy học vào trong thực tiễn nhà trƣờng.
Thứ tƣ: Khuyến khích học viên tích cực, chủ động trong việc học tập, tìm tịi, nghiên cứu các nội dung tri thức liên quan tới chuyên ngành bằng những hình thức phù hợp nhƣ: Thao giảng; Hội thao; Nghiên cứu khoa học...
Thứ năm: Tổ chức các giờ học kiểu mẫu để các giáo viên trong nhà trƣờng học hỏi, rút kinh nghiệm, làm phong phú hơn các hình thức tổ chức dạy học và các phƣơng pháp dạy học của mình. Đây cũng là biện pháp phát huy sự tích cực, sáng tạo trong giảng dạy của mỗi giáo viên trong nhà trƣờng.
* Đối với giáo viên:
Thứ nhất, cần tích cực hơn nữa trong việc sử dụng phối hợp các phƣơng pháp dạy học phù hợp với từng đối tƣợng, mục tiêu và yêu cầu môn học, đáp ứng yêu cầu đổi mới phƣơng pháp dạy học trong xu thế hiện nay. Ƣu tiên sử dụng các phƣơng pháp giảng dạy theo hƣớng tích cực, phát huy khả năng chủ động, tích cực của ngƣời học.
Thứ hai, Tích cực sử dụng các phƣơng pháp dạy học mới, kết hợp sử dụng các công cụ và phƣơng tiện hỗ trợ dạy học nhằm nâng cao hơn nữa chất lƣợng các giờ lên lớp, tăng khả năng nhận thức và vận dụng thực tiễn cho ngƣời học.
Thứ ba, phát huy hơn nữa vai trò chủ động, sáng tạo trong thiết kế bài giảng, nghiêm túc trong kiểm tra và đánh giá kết quả học tập của các học viên trong nhà trƣờng.
Thứ tƣ, Giáo viên chủ nhiệm cần tham gia các lớp tập huấn, bồi dƣỡng về những thông tƣ, quy định của Bộ Công an và Bộ GD&ĐT về công tác quản lý học viên, đảm bảo cho việc tổ chức giáo dục, quản lý học viên đƣợc khoa học, đúng quy định. Giáo viên chủ nhiệm phải nêu cao tinh thần trách nhiệm trong việc thực hiện nhiệm vụ chuyên môn; nghiên cứu đổi mới phƣơng pháp quản lý học sinh ngoài giờ làm sao đảm bảo vừa quản lý tốt, vừa không ảnh hƣởng tới việc tự học, tự nghiên cứu của học viên. Bên cạnh việc thƣờng xuyên kiểm tra, giám sát, đôn đốc nhắc nhở học viên tạo điều kiện cho học viên nghiên cứu tài liệu, giáo trình phục vụ cho bài học. Phịng Quản lý học viên phải rất linh hoạt, chủ động điều chỉnh các hoạt động ngoài giờ để tạo ra nhiều thời gian nhất cho học viên tự học. Đội ngũ giáo viên chủ nhiệm cịn phải có trách nhiệm phản ánh lại cho lãnh đạo các Khoa, bộ môn và giáo viên đứng lớp những mâu thuẫn, vƣớng mắc đang làm cản trở quá trình tiếp thu, tự học của học viên để sớm điều chỉnh.